Procjena Phillipsove krivulje na primjeru Republike ... · Sama krivulja objašnjava inflaciju kao rezultat prekomjerne potražnje koja pove "ava nadnice i cijene. Ta prekomjerna

49

Martina Basarac1

Procjena Phillipsove krivulje na primjeru

Republike Hrvatske: Parcijalni VEC model

Sažetak

U radu je dan kronološki pregled intelektualnih dosega u koje su utkani temeljni razlozi dugovje nosti Phillipsove krivulje, kao i teorijski i empirijski izazovi koji su tijekom godina promatranja i usavršavanja stavljeni pred glasovitu relaciju. Pobrojane su nesavršenosti i nedostaci iste te otvorena pitanja na koja tek treba odgovoriti. Nadalje, u radu se ispituje postojanje standardne Phillipsove krivulje za slu aj Republike Hrvatske. Krivulja se procjenjuje VAR metodologijom, a dobiveni rezultati se uspore!uju. U cilju ispitivanja dugoro ne povezanosti izme!u klju nih varijabli modela, provedena je analiza koja uklju uje test jedini nih korijena, vektorsku autoregresiju, analizu kointegriranosti varijabli modela Johansenovom metodom te definiranje parcijalnog modela korekcije pogreške. Postojanje standardne Phillipsove krivulje na primjeru Republike Hrvatske djelomi no se pokazalo to nim. Naime, potvr!eno je da postoji kointegracijska povezanost izme!u nezaposlenosti, realnih pla"a, proizvodnosti i inflacije, iz ega proizlazi zaklju ak da izme!u promatranih varijabli postoji dugoro na ravnoteža, što odražava prirodu tržišta rada u proteklom desetlje"u. Me!utim, zbog slabe egzogenosti pojedinih varijabli modela, njihova kratkoro na dinamika 1 Martina Basarac, dipl. oec., znanstveni novak – asistent, Odsjek za ekonomska istraživanja Zavoda za povijesne i društvene znanosti Hrvatske akademije znanosti i umjetnosti, Zagreb

UDK 330.4

Martina Basarac: Procjena Phillipsove krivulje na primjeru...EKONOMIJA / ECONOMICS, 16 (1) str. 49-74 (2009) www.rifin.com50

se ne modelira. Dobiveni rezultati provedenog istraživanja u skladu su s do sada provedenim istraživanjima na podru ju Phillipsove krivulje za Republiku Hrvatsku. Model ima dobru objašnjavaju"u mo" i zadovoljavaju"e rezultate dijagnosti kih testova.

Klju ne rije i: Phillipsova krivulja, kointegracija, uvjetni VEC model, Hrvatska

JEL klasifikacija: C32, E24, E31

1. Uvod

Phillipsova krivulja središnja je tema moderne makroekonomije koja se razvijala pod pritiskom doga!aja i napretka ekonomske teorije, uklju uju"i nove elemente (poput hipoteze o prirodnoj stopi, mehanizma adaptivnih o ekivanja, hipoteze racionalnih o ekivanja itd.) na svakom stupnju razvoja. Svaka nova nadogradnja Phillipsove krivulje pove"avala je njenu objašnjavaju"u mo" (Humphrey, 1985.) i po evši od “primitivnog” modela ujedinila opsežan rad brojnih istaknutih ekonomista. Nadalje, ova se relacija primjenjuje kod predvi!anja budu"e inflacije, analize dinamike inflacije i njenog utjecaja na odluke nositelja monetarne politike.

U radu se VAR (engl. Vector Autoregression) metodologijom procjenjuje Phillipsova krivulja koja opisuje uzro ni odnos izme!u indeksa realnih neto pla"a po zaposlenom i odabranih makroekonomskih varijabli: indeksa potroša kih cijena, stopa nezaposlenosti i indeksa proizvodnosti rada. Analizirani podaci odnose se na Republiku Hrvatsku. Empirijska analiza provedena je primjenom Johansenovog multivarijatnog kointegracijskog postupka te modela ispravljanja pogreške (engl. Error Correction Model).

Rad je koncipiran u pet dijelova. Nakon uvoda, u drugom "e se poglavlju dati kratki pregled pedesetogodišnjeg razvoja Phillipsove krivulje. Tre"e poglavlje odnosi se na empirijski i metodološki dio rada u kojem se definira statisti ki model na temelju kojeg se provodi empirijska analiza. Provedene su deskriptivna i grafi ka analiza te se primjenom odgovaraju"ih testova ispituje postojanje jedini nih korijena u promatranim nizovima. U etvrtom poglavlju provodi se ekonometrijska analiza Phillipsove krivulje u Hrvatskoj na temelju saznanja iz teorijske i empirijske literature. Peto poglavlje sadrži interpretaciju rezultata provedenog empirijskog istraživanja.

51Martina Basarac: Procjena Phillipsove krivulje na primjeru...EKONOMIJA / ECONOMICS, 16 (1) str. 49-74 (2009) www.rifin.com

2. Pedesetogodišnji razvoj Phillipsove krivulje

U ovom poglavlju opisan je znanstveni doprinos razvoja Phillipsove krivulje od njenih za etka koji sežu u daleku 1926. godinu do danas. Unutar kronološkog pregleda dosadašnjih istraživanja, u ovom dijelu rada iznose se temeljni razlozi “dugovje nosti” Phillipsove krivulje, kao i teoretski i empirijski izazovi koji su tijekom godina promatranja analizirani. Tako!er su navedene “nesavršenosti” i nedostaci Phillipsove krivulje, te se ukazuje na pitanja koja su još ostala neistražena i na koja tek treba odgovoriti.

Mnogi poznati ekonomisti koji su se bavili problemom Phillipsove krivulje te volumen istraživa kog rada na ovom podru ju kazuju kako ideja o postojanju trade-offa izme!u inflacije i nezaposlenosti nije nova. Problem inflacije i nezaposlenosti sastavnica je i monetarne doktrine Davida Humea i Henrya Thorntona u 18. i 19. stolje"u.

Nadalje, odnos inflacije i nezaposlenosti prvi je statisti ki analizirao ameri ki ekonomist Irving Fisher 1926. godine u svojem eseju, prema kojem proizlazi da je upravo Fisher osmislio Phillipsovu koncepciju i “stoga postoje uvjerenja da bi se Phillipsova krivulja trebala zvati Fischerova krivulja” (Ekelund i Hebert, 1997.). Naime, Fischer je našao izuzetno visoku korelaciju izme!u stope promjene cijena i zaposlenosti te je opisao metode kojima je došao do spomenutog rezultata.

Jan Tinbergen 1936. godine i Lawrence Klein te Arthur Goldberger 1955. opisali su Phillipsovu krivulju ekonometrijskom jednadžbom, dok su istoimenu relaciju, koriste"i dijagram to aka, grafi ki prikazali A. J. Brown 1955. te Paul Sultan 1957. godine (Humphrey, 1985.). Me!utim, unato po etnim nastojanjima, analiza moderne Phillipsove krivulje zapo ela je tek 1958. godine, dakle prije to no pola stolje"a, kada je novozelan!anin A.W. Phillips (1914.-1975.), autor suvremene teorije inflacije, u svojem glasovitom lanku2 podatke prikazao dijagramom koji je povezivao nominalnu varijablu inflacije i realnu varijablu nezaposlenosti.

Nakon pomnog prou avanja podataka o nezaposlenosti i nov anim nadnicama u Ujedinjenom Kraljevstvu za razdoblje od 1861.-1957. godine, Phillips je dao prikaz obrnuto proporcionalne veze izme!u nezaposlenosti i promjene nadnica. Krivuljom se analizira temeljna 2 Izvorni naziv Phillipsova lanka iz 1958. godine glasi: The Relation Between Unemployment and the Rate of Change of Money Wage Rates in the United Kingdom 1861. – 1957.


“dilema ekonomske politike u izboru izme!u, s jedne strane visoke zaposlenosti, s visokom stopom rasta i time uvjetovanim pove"anjem cijena te s druge strane relativno stabilnih cijena uz žrtvu znatne nezaposlenosti” (Baleti", 2004.). Phillipsova krivulja opisivala je, dakle, povezanost izme!u stope nezaposlenosti i promjene nadnica. Relacija je glasila (Humphrey, 1985.):

w=f(U), (1)

pri emu je w postotna stopa promjene nov anih nadnica, a U stopa nezaposlenosti. Me!utim, da bi Phillipsova krivulja bila prikladnija za empririjsku analizu bilo je nužno transformirati je na sljede"i na in (Humphrey, 1985.):

p= ax(U), (2)

pri emu je p stopa inflacije cijena, x(U) ukupna prekomjerna potražnja na tržištu rada i posljedi no roba, dok je a koeficijent koji izražava reakciju inflacije na prekomjernu potražnju.

Na temelju transformacije (2), krivulja pokazuje trade-off izme!u niže stope nezaposlenosti i više stope inflacije i obrnuto. Posljedica (omjer izme!u kumulativnog smanjenja doma"eg proizvoda uvjetovanog antiinflacijskom politikom i ostvarenog smanjenja stope inflacije3) smanjenja inflacije bit "e porast nezaposlenosti uzrokovan smanjenjem proizvodnje.

U analizi iz 1985. godine Humphrey navodi tri imbenika koja su pridonijela atraktivnosti Phillipsove krivulje, prihva"ene i od strane ekonomista i od strane tvoraca ekonomske politike. Kao prvi faktor Humphrey navodi izvanrednu vremensku stabilnost relacije, koja proizlazi iz Phillipsovog nalaza da krivulja jednako dobro opisuje podatke za Ujedinjeno Kraljevstvo, procijenjene za razdoblje prije Prvog svjetskog rata, to nije od 1861.-1913. godine, te za period nakon Drugog svjetskog rata, od 1948.-1957. godine. Takva stabilnost relacije s dvije klju ne varijable tijekom dugog vremenskog perioda

3 Baleti" (2004.).


neuobi ajena je u empirijskim istraživanjima te je time pobudila dodatno zanimanje za krivulju. Drugi faktor koji je doprinio uspjehu Phillipsove krivulje je njena mogu"nost da se prilagodi razli itim teorijama o inflaciji. Sama krivulja objašnjava inflaciju kao rezultat prekomjerne potražnje koja pove"ava nadnice i cijene. Ta prekomjerna potražnja može biti generirana ili pomakom potražnje ili pomakom ponude, neovisno što uzrokuje taj pomak. Nadalje, Phillipsova krivulja mogla se prilagoditi i istraživanju inflacije uslijed forsiranja potražnje (engl. demand-pull) i troškovne inflacije (engl. cost-push). Zaklju uje se da su ekonomisti konkurentskih škola mogli prihvatiti Phillipsovu relaciju koja je nudila uvid u prirodu inflacijskog procesa, iako se nisu slagali oko uzroka i na ina uklanjanja inflacije. Kona no, Phillipsova krivulja privla ila je pozornost nositelja ekonomske politike jer je pružala uvjerljiv “alibi” za njihov o iti neuspjeh postizanja pune zaposlenosti uz stabilne cijene – dva cilja za koja se smatralo da su uzajamno kompatibilni prije rezultata Phillipsove analize. Sada su vlasti mogle pokazati da je takav ishod nemogu" te da je jedino mogu"e posti"i arbitrarno nisku nezaposlenost ili stabilne cijene, ali ne oboje. Humphrey dalje isti e da je krivulja pružala izbor alternativnih kombinacija inflacije i nezaposlenosti pa su zato tvorci ekonomske politike imali mogu"nost odabira najbolje (ili najmanje nepoželjne) kombinacije.

Slijede"i Phillipsov doprinos, Paul Samuelson i Robert Solow su dvije godine kasnije, 1960., proveli sli no istraživanje na primjeru Sjedinjenih Ameri kih Država, koriste"i podatke od 1900. do 1960. godine (Blanchard, 2005.). Istraživanje tih dvaju ekonomista tako!er je potvrdilo negativan odnos izme!u inflacije i nezaposlenosti u SAD-u na temelju inflacije potroša kih cijena kao mjere stope inflacije (izuzev razdoblja vrlo visoke nezaposlenosti tijekom 1930-ih godina, odnosno Velike depresije).


Me!utim, obojica su zaklju ili da je empirijska veza izme!u inflacije i nezaposlenosti u njihovom radu potencijalno slaba jer su smatrali da "e se kratkoro na kombinacija inflacije i nezaposlenosti pomaknuti tijekom vremena. Skeptici su ponekad dovodili u pitanje samu Phillipsovu krivulju te su nastojali osporiti i demantirati postojanje kratkoro nog trade-offa4 (Ball i Mankiw, 2002.).

Unato tome, relacija je brzo došla u središte makroekonomskog razmišljanja i djelovanja jer je kombinacija empirijski potvr!ene relacije imala i teorijsku podlogu. Do tada je bilo rije o relaciji koja je sasvim dobro anticipirala ekonomske doga!aje u svijetu (osobito u Sjedinjenim Državama). Me!utim, prema Snowdonu i Vaneu (2002.) javljaju se dva problema: jedan empirijski i jedan teorijski. Naime, sedamdesetih godina mnoge zemlje OECD-a, kao i SAD-a, imale su visoku razinu inflacije i nezaposlenosti (poznato pod pojmom stagflacija), što se protivilo zakonitostima standardne Phillipsove krivulje. Scenarij velike svjetske ekonomske krize nije bio neo ekivan, iako je bilo teško precizno predvidjeti kakav "e poticaj imati na daljnji razvoj makroekonomske misli. Teorijski problem bio je vezan uz logiku Phillipsove krivulje koja je bila u sukobu s jednim od osnovnih pravila neoklasi ne ekonomije prema kojem bi ekonomske odluke trebale biti zasnovane na realnim veli inama, a na nominalnim. Empirijski neuspjeh uslijedio je nakon teorijskog izazova.

Nobelovac Milton Friedman ponudio je alternativno shva"anje inflacije i nezaposlenosti kratkoro ne Phillipsove krivulje (Ekelund i Hebert, 1997.). U svom radu pod nazivom “The Role of Monetary

4 Atkeson i Ohanian (2001.) nastojali su osporiti kratkoro nu Phillipsovu krivulju tvrde"i da ona ne predstavlja stabilnu empirijsku vezu i nije korisno sredstvo prognoziranja inß acije te da Phillipsova krivulja svakako nije vodi koji bi trebala slijediti monetarna politika. Napominju da modeli Phillipsove krivulje temeljeni na nezaposlenosti, kao i Stock i Watson (1999.) model, nisu ništa bolji od naivnih prognosti kih modela na temelju kojih se o ekuje da "e inß acija tijekom nadolaze"e godine biti ista inß aciji u prethodnoj godini. Neka od mogu"ih objašnjenja empirijske nestabilnosti kratkoro ne Phillipsove krivulje uklju uju:

1) promjene režima monetarne politike koje utje u na o ekivanja ljudi u pogledu budu"e inß acije,

2) demografske pomake radne snage, koji pak imaju utjecaja na razinu NAIRU ili

3) promjene u produktivnosti rada koje imaju efekta pri prijelazu rasta nadnice prema cjenovnoj inß aciji (Lansing, 2002.).

Na temelju rezultata istraživanja, Atkeson i Ohanian zaklju uju da predvi!anja inß acije koja se baziraju na poznatoj relaciji treba napustiti. Me!utim, takvi zaklju ci potaknuli su temeljito preispitivanje njihovih rezultata. Naime, Fisher J., Chin Te Liu i R. Zhou (2002.) smatraju da je ipak mogu"e prognozirati inß aciju na temelju Phillipsove krivulje tijekom pojedinih vremenskih perioda.


Policy”, objavljenom 1968. godine, iznio je tvrdnju da je dugoro na Phillipsova krivulja savršeno elasti na kod odre!ene prirodne stope nezaposlenosti.

Naime, prema Edwardu Phelpsu (1967.) i M. Friedmanu (1968.) Phillipsova krivulja opada jedino u kratkom roku, dok u dugom roku postoji samo jedna kriti na stopa nezaposlenosti, uskla!ena sa stabilnom inflacijom, a to je prirodna stopa nezaposlenosti. Pri prirodnoj stopi nezaposlenosti, imbenici koji djeluju na porast, odnosno smanjenje inflacije u me!usobnoj su ravnoteži.

Klju na varijabla pri objašnjavanju pomaka u trade-offu izme!u inflacije i nezaposlenosti je o ekivana inflacija (Ball i Mankiw, 2002.). Posljedi no, formulacija trade-offa inflacije i nezaposlenosti ne opisuje se relacijom:

#t= U

t, (3)

ve" “o ekivanjima proširenom” Phillipsovom krivuljom sljede"eg oblika:

#t= (U

t-U*)+ #

te, (4)

u kojoj je inflacija, #t (negativno) korelirana s odstupanjem stope

nezaposlenosti Ut od svoje prirodne stope U*. Krivulja definirana

relacijom (4) pomaknuta je gore ili dolje za #te, tj. za vrijednost

o ekivane stope inflacije (Whelan, 2005.).

Stoga, prema shva"anju Friedman-Phelpsa, nema trajnog trade-offa izme!u razine inflacije i stope nezaposlenosti, ve" je u dugom roku o ekivana inflacija jednaka teku"oj inflaciji (#

te= #

t) te je Phillipsova

krivulja okomita kada je stopa nezaposlenosti jednaka prirodnoj stopi nezaposlenosti (U

t= U*). Ipak, zbog prakti nih razloga literatura

o dinamici inflacije i nezaposlenosti koristila je prošireni oblik jednakosti (2.4.):

#t= (U

t-U*)+ #

te + v, (5)

gdje v ozna ava “šok ponude” koji odražava “smetnje” u normalnom inflacijskom procesu, koji npr. može biti uzrokovan sprje avanjem


trgovine naftom (embargo) ili promjenama deviznog te aja (Ball i Mankiw, 2002.). Nadalje, Ball i Mankiw (2002.) naglašavaju da je za primjenu relacije (5) nužno objasniti kako se definiraju o ekivanja. Jedan pristup je pretpostaviti adaptivna o ekivanja5, prema kojima je o ekivana inflacija izjedna ena s inflacijom u prošlom periodu (#

te=

#t-1

).

Empirija je tada “podržala” Friedmanove argumente, ali je adaptivno modeliranje o ekivanja potaknulo školu racionalnih o ekivanja koju su predvodili Robert Lucas i Thomas Sargent. U tom kontekstu poznata je Lucasova kritika. Naime, Robert Lucas napominje da kritika Friedmana i Phelpsa nije bila posve uvjerljiva jer su pretpostavili adaptivna o ekivanja. Takva o ekivanja podrazumijevaju postojan rast zaposlenosti ako je inflaciji dopušteno da raste tijekom vremena. Stoga je Lucas u svom istraživanju objavljenom 1972. godine, koriste"i hipotezu racionalnih o ekivanja, pružio prvo teoretsko zadovoljavaju"e objašnjenje i odgovor na pitanje zašto je Phillipsova krivulja nagnuta u kratkom i savršeno elasti na u dugom roku. Lucasovo i Sargentovo uvo!enje racionalnih o ekivanja u modeliranje ekonomske dinamike imalo je zna ajan utjecaj na daljnji razvitak makroekonomske teorije.

Odgovor Kejnezijanaca na navedene kritike je Nova Kejnezijanska Phillipsova krivulja koja isti e povezanost inflacije s realnim grani nim troškovima i o ekivanom budu"om inflacijom.

3. Dosadašnja istraživanja

Ispitivanje postojanja Phillipsove krivulje u Hrvatskoj analizirali su Šergo i Tom i" (2003.), Botri" (2005.), Pivac i Gr i" (2005.) te Druži", Mami" i Tica (2006.). Navedeni su autori nastojali procijeniti Phillipsovu krivulju razli itim ekonometrijskim modelima. Rezultati njihovih istraživanja jednozna no su pokazali da ne postoji veza izme!u inflacije i nezaposlenosti u Hrvatskoj.

Naime, Šergo i Tom i" (2003.) istražuju utjecaj Okunovog zakona na Republiku Hrvatsku te provjeravaju njegovu strukturnu stabilnost. Zaklju ili su da nema dugoro ne povezanosti izme!u realnih pla"a i nezaposlenosti.

5 Drugi pristup je pretpostaviti racionalna o ekivanja.


Pivac i Gr i" (2005). su zaklju ili da postoji statisti ki zna ajna povezanost izme!u nezaposlenosti i realnih pla"a.

Botri" (2005.) je procijenila empirijsku vezu izme!u inflacije i nezaposlenosti koja uklju uje utjecaj inflacijskih o ekivanja i utjecaj dodatnih objašnjavaju"ih varijabli. Nadalje je procijenila VAR model i vrijednost NAIRU za Republiku Hrvatsku. Ispitivanjem veze izme!u inflacije i nezaposlenosti, uporabom jednostavne regresijske jednadžbe, dobivena je negativna veza izme!u ove dvije varijable, a ukupna objašnjavaju"a snaga procijenjene regresijske jednadžbe (OLS) relativno je mala. Nadalje, Botri" je uklju ivanjem dodatnih objašnjavaju"ih varijabli u ocjenu odnosa izme!u inflacije i nezaposlenosti izvela sljede"e zaklju ke: produktivnost je objašnjavaju"a varijabla koja je u ve"ini slu ajeva statisti ki zna ajna u regresijskoj jednadžbi, histereza na tržištu rada koja se ocjenjuje dodavanjem promjene stope nezaposlenosti kao objašnjavaju"e varijable nije statisti ki zna ajna u regresijskoj jednadžbi, varijabla koja predstavlja otvorenost gospodarstva nije statisti ki zna ajna u objašnjavanju veze izme!u inflacije i nezaposlenosti. Pri ocjeni VAR modela (u koji su uklju ene sljede"e varijable: indeks industrijske proizvodnje, indeks zaposlenosti, indeks nominalnih pla"a, inflacija mjerena indeksom cijena na malo, stopa nezaposlenosti), rezultati analize pokazali su kako izme!u varijabli nema povezanosti u dugom roku. Ocjena NAIRU primjenom HP filtera identificira prisutnost samo tri konkretna razdoblja u kojima su u gospodarstvu prisutni inflacijski pritisci, dok su u drugim slu ajevima prisutni deflacijski pritisci.

Druži", Mami" i Tica (2006.) testiraju postojanje Phillipsove krivulje i o ekivanjima proširene Phillipsove krivulje u hrvatskom gospodarstvu na godišnjim podacima u razdoblju od 1963. do 2004. godine. Rezultati za Republiku Hrvatsku pokazuju da ne postoji statisti ki zna ajna veza izme!u inflacije i nezaposlenosti u jednostavnom modelu, kao ni u o ekivanjima proširenom modelu. Koeficijent je ili nezna ajan i/ili pogrešnog predznaka. Nadalje, testirana je povezanost dviju klju nih varijabli u okruženju male otvorene ekonomije. Rezultati su pokazali da su o ekivana inflacija, kao i deprecijacija nominalnog deviznog te aja zna ajni faktori pri odre!ivanju cijena, dok je nezaposlenost nezna ajna s pogrešnim znakom. Iz tih razloga autori su zaklju ili da nema znakova postojanja


bilo kakve statisti ki zna ajne veze izme!u nezaposlenosti i inflacije, kako u predtranzicijskom tako i u postranzicijskom razdoblju.

4. Model

4.1. Odabir modela

Procijenit "e se standardna Phillipsova krivulja. U prethodnom poglavlju kronološki je popra"en pedesetogodišnji razvoj Phillipsove krivulje, iz ega je vidljivo da postoji više modela, odnosno specifikacija Phillipsove krivulje kojima bi se opisala povezanost inflacije i nezaposlenosti. U takvoj situaciji najbolje je po eti od nekog ve" prihva"enog teoretskog modela, kojeg je naravno mogu"e prilagoditi specifi noj analizi vezanoj za Republiku Hrvatsku. Jednadžba "e se bazirati na modelu Phillipsove krivulje kojeg je u svojem istraživanju primijenila i Shadman-Mehta (2000.):

$w=(pe-p-1)- !

1U - !

2(w-p)

-1+ Z

w"+#

w, (6)

pri emu je Zw doma"a varijabla koja utje e na porast pla"e (engl.

reservation wage) (npr. naknade za nezaposlene, realna kamatna stopa, produktivnost itd.). Kada je !

2=0, ovu je jednadžbu mogu"e

interpretirati kao standardnu Phillipsovu krivulju koja povezuje stopu promjene pla"a sa stopom nezaposlenosti. U radu "e se teorijski model (6) prilagoditi tako da se uklju e varijable koje "e omogu"iti ocjenjivanje i analizu u konkretnom empirijskom istraživanju.

Analiti ki okvir za ispitivanje postojanja dugoro ne veze izme!u varijabli u ovom radu bit "e, dakle, jednadžba (6).

4.2. Opis varijabli u modelu

Osnovne varijable korištene u modelu standardne Phillipsove krivulje su W, indeks realnih neto pla"a, P indeks potroša kih cijena, U stopa nezaposlenosti i Q indeks proizvodnosti rada. W, P i Q dani su u vidu


indeksa (2000=100). Analizom je obuhva"eno razdoblje od prvog mjeseca 1998. godine, zaklju no s rujnom 2008. godine.

Pri izra unavanju indeksa proizvodnosti rada korišteni su podaci o ukupnom broju zaposlenih te bruto dodanoj vrijednosti u stalnim cijenama za promatrano razdoblje. Podaci o ukupnom broju zaposlenih dobiveni su kao zbroj broja zaposlenih u pravnim osobama, broja zaposlenih u obrtu i slobodnim profesijama te broja aktivnih osiguranika, individualnih poljoprivrednika. Jedan od razloga zbog kojeg je prvo promatrano tromjese je iz 1998. godine objašnjava se, izme!u ostalog, i metodološkim promjenama, odnosno uklju ivanjem zaposlenih u policiji i obrani u ukupan broj zaposlenih. Kada se promatra duža serija, po evši od npr. 1995. godine, vidljiv je “lom” serije uzrokovan upravo nedostatkom broja zaposlenih u MUP-u i MORH-u.

Sre!ivanjem podataka o ukupnom broju zaposlenih i bruto dodanoj vrijednosti (BDV) u stalnim cijenama (1997=100) serije su desezonirane. Nakon toga, bruto dodana vrijednost u stalnim cijenama podijeljena je s ukupnim brojem zaposlenih. Za dobivanje indeksa proizvodnosti rada (2000=100) najprije je izra unat prosjek proizvodnosti rada za sva etiri kvartala u 2000. godini te su s tim brojem podijeljene cijele vrijednosti niza proizvodnosti rada. Osim navedenog, indeks proizvodnosti rada izra unat je istom metodologijom, ali umjesto BDV-a korišten je BDP (bruto doma"i proizvod).

Me!utim, kod oba niza podataka (bruto dodane vrijednosti u stalnim cijenama i bruto doma"em proizvodu u stalnim cijenama) postoji metodološki problem. Naime, Državni zavod za statistiku Republike Hrvatske objavljuje samo tromjese ne podatke navedenih nizova, a preciznost procjene modela koji bi sadržavao tromjese ne podatke bila bi smanjena zbog prekratkog vremenskog perioda. Iz tog je razloga u radu korištena industrijska proizvodnja koja ini najve"i dio BDP-a Hrvatske. Stoga se vremenski niz industrijske proizvodnje koristi kao aproksimacija dinamike ukupne ekonomske aktivnosti u zemlji (Vizek, 2006.). Cota i Erjavec (2006.) tako!er u svojim radovima koriste industrijsku proizvodnju kao adekvatnu aproksimaciju bruto doma"eg proizvoda.


Tre"i na in izra unavanja indeksa proizvodnosti rada sastoji se od primjene indeksa industrijske proizvodnje6. Upravo "e se tako izra unati indeks proizvodnosti rada koristiti u empirijskoj analizi. Ipak, treba napomenuti da je rast indeksa proizvodnosti rada prije uzrokovan smanjenjem broja zaposlenih, nego rastom proizvodnje.

Mjese ne stope nezaposlenosti izra unate su dijeljenjem ukupnog broja nezaposlenih ukupno aktivnim stanovništvom koje ini zbroj ukupno nezaposlenih i ukupno zaposlenih osoba. Prije provo!enja navedenog postupka, serije ukupnog broja nezaposlenih i ukupno aktivnog stanovništva su desezonirane.

Državni zavod za statistiku (DZS) je po etkom 2004. godine uveo indeks potroša kih cijena (CPI) koji se izra unava u skladu s metodologijom Me!unarodne organizacije rada (ILO) i Statisti kog ureda Europske unije (Eurostat). DZS je naknadno izra unao i retrogradni vremenski niz indeksa potroša kih cijena od sije nja 1998. do prosinca 2000. godine.

Za izra unavanje niza indeksa realnih neto pla"a, korišteni su nizovi nominalnih neto pla"a po zaposlenom te mjese ne promjene indeksa potroša kih cijena. Na temelju mjese nih promjena indeksa potroša kih cijena izra unat je deflator indeksa potroša kih cijena (kr. CPI deflator). Realna neto pla"a po zaposlenom dobivena je dijeljenjem niza nominalnih neto pla"a po zaposlenom s CPI deflatorom. Nakon toga izra unat je indeks realnih neto pla"a dijeljenjem niza realnih neto pla"a s prosjekom sva etiri kvartala za 2000. godinu.

4.3. Deskriptivna analiza vremenskih nizova

Analiza standardne Phillipsove krivulje u Hrvatskoj odnosi se na razdoblje od sije nja 1998. do rujna 2008. godine, a pri tome se koriste logaritmirane mjese ne vrijednosti nizova. U statisti ku analizu uklju eni su sljede"i vremenski nizovi u razinama i prvim diferencijama:

• indeks potroša kih cijena;

• stopa nezaposlenosti;

• indeks proizvodnosti rada;6 Prema metodologiji Državnog zavoda za statistiku, indeks proizvodnosti deÞ nira se kao omjer izme!u indeksa industrijske proizvodnje i indeksa osoba zaposlenih u industriji.


LGCPI

4.4

98 99 00 01 02 03 04 05 06 07 08

4.5

4.6

4.7

4.8

4.9

DCPI

-.005

98 99 00 01 02 03 04 05 06 07 08

.000

.005

.010

.015

NEZAP

12

98 99 00 01 02 03 04 05 06 07 08

16

14

18

22

20

24

DNEZAP

-.5

98 99 00 01 02 03 04 05 06 07 08

-.2

-.3

-.4

-.1

.1

.0

.2

.4

.3

DREALNA

-.01

98 99 00 01 02 03 04 05 06 07 08

.01

.00

.02

.04

.03

.05

.06

LGREALNA

4.4

98 99 00 01 02 03 04 05 06 07 08

4.5

4.6

4.7

4.8

Slika 1. Prikazi vremenskih nizova korišteni u analizi u razinama i prvim

diferencijama – PK (ispis EViews)

• indeks realnih neto pla"a.

Provedeno je ispitivanje reda integriranosti varijabli potrebnih za procjenu standardne Phillipsove krivulje. Grafi ki prikazi serija u razinama i prvim diferencijama dani su na slici 1.


Na temelju grafi kih prikaza uo ava se da u analiziranom razdoblju indeksi potroša kih cijena, indeksi realnih neto pla"a po zaposlenom i indeksi proizvodnosti pokazuju trend rasta, osim stope nezaposlenosti koja od 2001. godine ostvaruje pad, stoga je po etno ispitana stacionarnost navedenih ekonomskih nizova.

Tako!er je nad svim nizovima proveden postupak desezoniranja u programskom paketu Demetra s ciljem uklanjanja sezonskih utjecaja na varijable. Vrijednosti serija (LGCPI, LGREALNA i LGP_CDZAP) izražene su u obliku indeksa na stalnoj bazi (prosjek 2000=100). Vrijednosti vremenskih nizova su ln-transformirane (izuzev stope nezaposlenosti). Nizovi korišteni u analizi u modelu standardne Phillipsove krivulje su:

! LGCPI – logaritimirane desezonirane vrijednosti baznog indeksa potroša kih cijena;

! LGREALNA - logaritimirane desezonirane vrijednosti realnih neto pla"a po zaposlenom;

! NEZAP – desezonirane vrijednosti stope nezaposlenosti;

! LGP_CDZAP - logaritimirane desezonirane vrijednosti indeksa proizvodnosti.

Grafi ki prikazi na lijevoj strani slike 1. ilustriraju raznolikost u ponašanju promatranih nizova podataka. Vidljivo je da nizove u razinama karakterizira utjecaj trenda, za razliku od diferenciranih vrijednosti varijabli. Dani grafi ki prikazi upu"uju na mogu"i zaklju ak da su sve varijable I(1). Takve indicije potvrdit "e ADF test jedini nog korijena kojim je ispitan red integriranosti svake pojedine varijable u modelu.

LGP-CDZAP

4.4

98 99 00 01 02 03 04 05 06 07 08

4.6

4.5

4.7

4.8

4.9

LGP-CDZAP

-.08

98 99 00 01 02 03 04 05 06 07 08

.00

-.04

.04

.08

.12

Izvor: Izra un autorice


Tabela 1. ADF test jedini nog korijena; varijable u razinama – PK

Varijabla

ADF test jedini nih korijena

Konstanta, bez

trendaKonstanta i trend

Bez deterministi kih

komponenata

LGCPI 0,278861 -1,070555 8,652116

LGP_CDZAP -1,796884 -2,260006 1,798914

LGREALNA -3,931528 -4,253339 4,911764

NEZAP -0,413863 -2,384740 -0,666964

Izvor: Izra un autoriceNapomena: Broj pomaka u modelu odre!en je na temelju Schwarzovog informacijskog kriterija.

Tabela 2. ADF test jedini nog korijena; diferencirane vrijednosti varijabli

– PK

Varijabla

ADF test jedini nih korijena

Konstanta, bez

trendaKonstanta i trend

Bez deterministi kih

komponenata

CPI -10,18638* -10,15943* -2,713696*

P_CDZAP -11,18979* -9,390682* -16,35411*

REALNA -9,587110* -10,07672* -5,340442*

NEZAP -2,968345* -3,831058* -2,912323*

Izvor: Izra un autoriceNapomena: Broj pomaka u modelu odre!en je na temelju Schwarzovog informacijskog kriterija; $ ozna ava prve diferencije; *upu"uje na odbacivanje nulte hipoteze pri 5%-tnoj razini signifikantnosti.

Za svaki niz proveden je test na temelju modela s uklju enom konstantom te konstantom i trendom, kao i na temelju modela koji ne uklju uje deterministi ke komponenate. Na temelju rezultata provedenih testova (tabele 1. i 2.) dobivenih programskom potporom EViews, zaklju ujemo da su svi promatrani nizovi integrirani reda jedan, tj. I(1), odnosno nestacionarni u razinama, a stacionarni u prvim diferencijama. Odnos I(1) varijabli može rezultirati povezanoš"u varijabli u dugom roku, tj. kointegriranoš"u izme!u varijabli.

Iako su mnogi autori prije Phillipsa u svojim radovima povezivali klju ne varijable Phillipsove relacije (npr. Tinbergen je ak dva desetlje"a prije koristio nezaposlenost u regresiji radi objašnjavanja promjene nadnica), tek su Phillipsovi grafi ki prikazi imali velik utjecaj na široku publiku (Leeson, 2000.). Leeson (2000.) nadalje


isti e kako je u tom smislu jedno od najve"ih Phillipsovih doprinosa ekonometriji injenica da je svojim lankom iz 1958. godine otvorio novo podru je istraživanja, primjene analize vremenskih nizova i modeliranja. Koliko je svojim na inom razmišljanja i analizom odnosa nov anih nadnica i nezaposlenosti bio ispred svojeg vremena potvr!uje rad “Does Modern Econometrics Replicate the Phillips Curve?”. Naime, Shadman-Mehta (2000.) u spomenutom radu preispituje povezanost izme!u stope nezaposlenosti i promjena u nadnicama u Ujedinjenom Kraljevstvu u razdoblju od 1860. do 1913. godine, uzimaju"i u obzir napredak ekonometrijske metodologije. Primjenom ekonometrijskih metoda koje su 1958. godine Phillipsu bile nepoznate te uporabom identi nog skupa podataka koje je Phillips imao na raspolaganju, preispituje njegove zaklju ke i zna aj njegova rada.

Shadman-Mehta (2000.) stoga testira postojanje dugoro ne ravnoteže izme!u osnovnih varijabli koriste"i metodu najve"e vjerodostojnosti koju su razvili Johansen (1988.) i Johansen i Juselius (1992.) te dolazi do gotovo identi nih rezultata kao i Phillips pedeset godina ranije. Drugim rije ima, za promatrano je razdoblje postojala obrnuto proporcionalna veza izme!u stope inflacije i stope nezaposlenosti.

Shadman-Mehta (2000.) je procijenila Phillipsovu krivulju korištenjem svih modernih tehnika multivarijatne kointegracijske analize. Ukazala je na zna ajnu kvalitetu Phillipsovog empirijskog istraživanja (Leeson, 2000.) i potvrdila ju. Leeson (2000.) naglašava da znanstvenici koji su se bavili dinamikom inflacije vjerojatno esto nisu bili ni svjesni do koje su mjere svoja istraživanja kasnije gradili na Phillipsovim postavkama.

Ispitivanje kointegriranosti varijabli i odre!ivanje broja kointegracijskih

vektora

Nakon analize integriranosti varijabli, u ovom "e se potpoglavlju analizirati kointegriranost varijabli od interesa. Nadalje, za utvr!ivanje broja kointegracijskih relacija izme!u varijabli koristit "e se Johansenova procedura (Johansen, 1988.; Johansen, 1991.; Johansen i Juselius, 1992.).

U ovom dijelu analize zapo inje se utvr!ivanjem optimalnog broja pomaka varijabli u modelu. Na temelju Akaikeovog informacijskog kriterija dobiveno je da je optimalan broj pomaka k=3, tj. k=2


u modelu prvih diferencija (model korekcije pogreške koji "e biti definiran na temelju spomenutog VAR modela).

Kao daljnji korak analize provedena je Johansenova procedura, a u postupku je korišten tzv. standardni Johansenov model koji uklju uje konstantu, koja rezultira postojanjem linearnog trenda u podacima . Nadalje, tabele 3. i 4. prikazuju rezultate testova odre!ivanja broja kointegracijskih vektora na temelju test veli ine traga matrice svojstvenih vrijednosti (%

trace) i test veli ine najve"e

svojstvene vrijednosti (%max

). Vidljivo je da obje test veli ine ukazuju na postojanje jednog kointegracijskog vektora (uz zna ajnost od 5%), odnosno da se može zaklju iti da izme!u promatranih varijabli postoji dugoro ni ravnotežni odnos.

Tabela 3. Rezultati %trace

testa za odre!ivanje broja kointegracijskih vektora

– PK

Broj kointegracijskih

vektora

Svojstvena

vrijednost

Test veli ina

%trace

Kriti na

vrijednostVjerojatnost**

Nijedan* 0.292467 71.05575 47.85613 0.0001

Najviše 1 0.138075 27.46338 29.79707 0.0908

Najviše 2 0.051529 8.741374 15.49471 0.3899

Najviše 3 0.016337 2.075408 3.841466 0.1497

Izvor: Izra un autoriceNapomena: *ozna ava odbacivanje hipoteze pri 5%-tnoj razini zna ajnosti; **p-vrijednosti preuzete od MacKinnon i Michelis (1999.)

Tabela 4. Rezultati %max

testa za odre!ivanje broja kointegracijskih vektora

– PK

Broj kointegracijskih

vektora

Svojstvena

vrijednost

Test veli ina

%max

Kriti na

vrijednostVjerojatnost**

Nijedan* 0.292467 43.59237 27.58434 0.0002

Najviše 1 0.138075 18.72200 21.13162 0.1052

Najviše 2 0.051529 6.665966 14.26460 0.5294

Najviše 3 0.016337 2.075408 3.841466 0.1497

Izvor: Izra un autoriceNapomena: *ozna ava odbacivanje hipoteze pri 5%-tnoj razini zna ajnosti; **p-vrijednosti preuzete od MacKinnon i Michelis (1999.)


U konkretnom slu aju kointegracijski vektor definiran je sljede"om jednadžbom:

LGREALNA=3,312317 - 0,031969 & LGCPI +

0,381889 & LGP_CDZAP - 0,015763 & NEZAP (7)

Kointegracijska jednadžba, odnosno jednadžba dugog roka potvr!uje postojanje dugoro ne veze izme!u promatranih varijabli standardne Phillipsove krivulje.

Nadalje, na temelju kointegracijske jednadžbe definira se lan ispravljanja pogreške:

ECT = LGREALNA + 0,031969 & LGCPI -

0,381889 & LGP_CDZAP + 0,015763 & NEZAP - 3,312317 (8)

Procjena Vektorskog modela ispravljanja pogreške

Za varijablu LGREALNA procijenjen model korekcije pogreške (engl. Vector Error Correction Model) je:

$ LGREALNAt = 0,042 & $ LGREALNA

t-1 + 0,018 & $ LGREALNA

t-2

(0,438) (0,187)

+ 0,0361 & $ LGCPIt-1

- 0,034 & $ LGCPIt-2

- 0,004 & $ LGP_CDZAPt-1

(0,224) (-0,215) (-0,201)

+ 0,0004 & $ LGP_CDZAPt-2

- 0,007 & $ NEZAPt-1

- 0,006 & $ NEZAPt-2

(0,021) (-1,065) (0,909)

- 0,073 & ECTt-1

+ 0,003

(-4,471) (2,532) (9)

U zagradama ispod procijenjenih parametara vrijednosti su pripadnih t-test veli ina.


Ocijenjena jednadžba modela korekcije pogreške (9) pokazuje da je lan korekcije pogreške jedina statisti ki zna ajna varijabla (t-test veli ina iznosi -4,471). Vrijednost ima o ekivani negativni predznak i nedvosmisleno upu"uje na zaklju ak da se u svakom periodu (mjese no) ispravlja 7% pogreške od ravnotežnog stanja. Ostali parametri su nezna ajni i poprimaju male vrijednosti (izuzev konstante).

Provedeni dijagnosti ki testovi za model standardne Phillipsove krivulje ukazuju na adekvatnost modela (tabela 5.). Odbacuje se jedino pretpostavka o normalnosti grešaka relacije.

Tabela 5. Rezultati dijagnosti kih testova

Test autokorelacije Portmanteau test (pomak 12)=0,5596*

Test heteroskedasti nosti p-vrijednost=0,1713

Test normalnosti JB7=96,75765 p-vrijednost=0,000

Izvor: Izra un autoriceNapomena: *ozna ava p-vrijednost Portmanteau testa B7

Kako bi se uklonila neželjena nenormalnost grešaka relacije i nezna ajnost varijabli u EC modelu, model je modificiran. Naime, provedeni su testovi hipoteze o slaboj egzogenosti8 varijabli (budu"i su do sada sve varijable smatrane potencijalno endogenima) u modelu. Op"enito, u modelu s r-kointegracijskih vektora, test o slaboj egzogenosti i-te varijable definira se hipotezama9:

H0 : $

i1 = $

i2 = ... = $

ir = 0

H1 : $

ij ' 0

. (10)

pri emu se parametar $ij matrice $

odnosi na i-tu varijablu i j-

ti kointegracijski vektor. U konkretnom slu aju, kada je broj kointegracijskih vektora r=1, hipoteze testa su:

H0 : $

i1 = 0, i = 1,2,3,4

7 Jarque Bera vrijednost test veli ine. 8 U VEC modelu, slabo egzogena varijabla je varijabla koja ostaje u jednadžbi dugoro ne dinamike i u kratkoro noj dinamici ostalih varijabli, ali se njena kratkoro na dinamika ne analizira (Bahovec i Erjavec, 2009.).9 Usporediti s Bahovec i Erjavec (2009.).


H1 : $

i1 '

0

. (11)

Rezultati provedenih testova dani su u tabeli 6.

Tabela 6. Testovi hipoteze o slaboj egzogenosti varijabli

Varijabla LR test p-vrijednost

LGREALNA 16.81876 0.000041

LGCPI 2.542781 0.110799

LGP_CDZAP 4.759.455 0.029138

NEZAP 0.610085 0.434756

Izvor: Izra un autorice

Na temelju rezultata LR testa, može se zaklju iti da su LGCPI i NEZAP slabo egzogene varijable za parametre dugoro ne ravnoteže, budu"i da se nulta hipoteza ne može odbaciti. LGCPI i NEZAP su slabo egzogene i njihova kratkoro na dinamika se ne modelira.

Uklju ivanjem dobivenih ograni enja na parametre matrice (, procijenjen je parcijalni model korekcije pogreške:

$ LGREALNAt = 0,053 & $ LGREALNA

t-1 + 0,029 & $ LGREALNA

t-2

(0,553) (0,307)

+ 0,051 & $ LGCPIt-1

- 0,014 & $ LGCPIt-2

- 0,012 & $ LGP_CDZAPt-1

(0,322) (-0,086) (-0,589)

+ 0,004 & $ LGP_CDZAPt-2

- 0,006 & $ NEZAPt-1

+ 0,006 & $ NEZAPt-2

(-0,203) (-0,901) (0,983)

- 0,003 & ECTt-1

+ 0,002

(-5,999) (2,490) (12)

Rezultati procijenjenog parcijalnog modela potvr!uju ve" dobiveni rezultat, tj. da su jedino lan ispravljanja pogreške i konstanta statisti ki zna ajni u modelu. Za definiranje primjerenijeg modela trebalo bi pove"ati broj opservacija, ali i uklju iti dodatne varijable u model. Ipak, može se zaklju iti da je promatrana relacija standardne Phillipsove krivulje za razdoblje od 1998. do 2008. djelomi no u skladu s ve" ranije provedenim istraživanjima o Phillipsovoj krivulji u Republici Hrvatskoj.


Zaklju ak

U radu se željelo istražiti postojanje Phillipsove krivulje za Republiku Hrvatsku. Analizirane varijable u standardnoj Phillipsovoj jednadžbi su indeksi realnih neto pla"a, indeksi potroša kih cijena, stopa nezaposlenosti i indeksi proizvodnosti rada. Posljednja varijabla proizvodnosti rada jedina je dodatna varijabla (u odnosu na rad Phillipsa 1958. godine) u modelu standardne Phillipsove krivulje. Naime, Phillips (1958.) je istaknuo da postoji potreba za detaljnijim istraživanjem povezanosti izme!u nezaposlenosti, pla"a, cijena i produktivnosti. Model se pokazuje djelomi no odgovaraju"im za objašnjavanje varijacija zavisne varijable realnih neto pla"a. U cilju ispitivanja dugoro ne povezanosti izme!u klju nih varijabli modela, provedena je analiza koja uklju uje test jedini nih korijena, vektorsku autoregresiju, analizu kointegriranosti varijabli modela Johansenovom metodom te definiranje parcijalnog modela korekcije pogreške.

Potvrda postojanja kointegracijske veze izme!u nezaposlenosti, realnih pla"a, proizvodnosti i inflacije je važna jer indicira injenicu da izme!u promatranih varijabli ipak postoji dugoro na ravnoteža. Postojanje jednadžbe dugog roka odražava prirodu tržišta rada u proteklom desetlje"u. Me!utim, kratkoro na dinamika pojava je upitna te se promatranje parcijalnog modela s restrikcijama tako!er ne pokazuje posve zadovoljavaju"im. Stoga bi za daljnje zaklju ke trebalo ispitati ostale determiniraju"e varijable mehanizma pla"a i cijena. Slaba egzogenost varijable inflacije može se objasniti injenicom da je velik dio inflacije uvezena inflacija pa modelski ne odgovara. Što se ti e slabe egzogenosti varijable nezaposlenosti, este promjene u pra"enju metodologije djelomi no mogu objasniti navedeno statisti ko svojstvo. Tako!er treba napomenuti da su iskazane vrijednosti realnih pla"a upitne zbog velikog udjela sive ekonomije. Naime, prema udjelu radne snage u sivoj ekonomiji u srednjoj i isto noj Europi najve"i udio ima Makedonija (35,1%), a slijede Bugarska (30,4%) i Hrvatska (27,4%)10. Nadalje, mnogo su niže relativne pla"e u privatnom nego u javnom sektoru.

Nadalje, budu"i je ovaj rad svojevrsna nadogradnja ranije spomenutih radova koji su se, izravno ili neizravno, bavili ispitivanjem postojanja

10 Za detaljnije vidjeti Schneider (2003.).


Phillipsove relacije u Hrvatskoj, potrebno je usporediti rezultate tih radova s rezultatima empirijske analize dobivenih u ovom radu.

Naime, Botri" (2005.) tako!er, rezimiranjem rezultata analize postojanja veze izme!u inflacije i nezaposlenosti te uporabom jednostavne regresijske jednadžbe, potvr!uje da je veza izme!u ove dvije varijable negativna, a ukupna objašnjavaju"a snaga prikazane regresijske jednadžbe relativno mala. Analogno tome, Druži", Mami" i Tica (2006.) pokazuju da ne postoji zna ajna veza izme!u inflacije i nezaposlenosti u jednostavnom modelu, kao ni u o ekivanjima proširenom modelu. Sintezom do sada provedenih istraživanja na podru ju Phillipsove krivulje za Republiku Hrvatsku Tica (2007.) isti e kako su “testiranja Phillipsove krivulje u pravilu ukazala na injenicu da nije mogu"e dokazati vezu izme!u nezaposlenosti i inflacije u Hrvatskoj”.

Summary

The paper presents a chronological overview of the intellectual achievements which include the fundamental reasons for the longevity of the Phillips curve, as well as theoretical and empirical challenges poised before the renowned relation throughout years of observation and improvement. It lists its imperfections and weaknesses, as well as the questions remaining to be answered. Furthermore, the paper explores the existence of the original Phillips curve in the case of the Republic of Croatia. The curve is being evaluated with the help of the VAR methodology, and the results are subject to comparison. For the purpose of testing the long-term relationship between the key model variables, a co-integrating analysis was conducted by applying the Johansen’s multivariate procedure, and a partial VECM is defined.

The existence of the original Phillips curve in the example of the Republic of Croatia proved to be partially correct. Namely, it has been verified that there is a co-integrating linkage between the unemployment, real wages, labour productivity and inflation, leading to a conclusion that there is a long-term balance between the observed variables, reflecting the nature of the last decade’s labour market. Nonetheless, the existence of a short-term link and short-term dynamics of occurrences are still questionable. The results of the research conducted are in line with the research carried out to


date in the area of the Phillips curve for the Republic of Croatia. The model bears a sound explanatory power and yield satisfactory diagnostics test results.

Key words: the Phillips curve, co-integration, partial VECM, Croatia

Literatura

1. Atkeson, A. i L.E. Ohanian (2001.): “Are Phillips curves useful for forecasting inß ation?”, Federal Reserve Bank of Minneapolis Quarterly

Review, Vol. 25, No. 1, str. 2.-11.

2. Bahovec, V. i N. Erjavec (2009.): Uvod u ekonometrijsku analizu, Element, Zagreb.

3. Baleti", Z. et al. (ur.) (2004.): Ekonomski leksikon, Leksikografski zavod “Miroslav Krleža”, Zagreb.

4. Ball, L. i N.G. Mankiw (2002.): “The NAIRU in Theory and Practice”, Journal of Economic Perspectives, v16(4, Fall), str. 115.-136.

5. Blanchard, O. (2005.): Makroekonomija, Mate, Zagreb.

6. Botri", V. (2005.): “Odnos inß acije i nezaposlenosti u Republici Hrvatskoj”, Neobjavljena doktorska disertacija, Ekonomski fakultet Zagreb.

7. Cota, B. i N. Erjavec (2006.): “The impact of exchange rate changes on the trade balance in Croatia: Analysis of J-curve effect”, Economic and

business review for Central and South-Eastern Europe, (4), str. 307.-324.

8. Druži", I., Tica, J. i A. Mami" (2006.): “The challenge ofApplication of Phillips Curve: The Case of Croatia”ZIREB, Special Conference Issue, str. 45.-59.

9. Ekelund R. B. i R. F. Hebert (1997.): Povijest ekonomske teorije i metode, Impresum, Mate d.o.o., Zagreb.

10. Fisher J., Chin Te Liu i R. Zhou (2002.): “When can we forecast inß ation?”, Economic Perspectives, issue Q I, str. 32.-44.

11. Fisher, I. (1926.): “A statistical relation between unemployment and price changes”, International Labour Review, 13, str. 785.-792.

12. Friedman, M. (1968.): “The Role of Monetary Policy”, American

Economic Review, 58, str. 1.-17.


13. Humphrey, T.M. (1985.): “The Evolution and Policy Implications of Phillips Curve Analysis”, Economic Review, issue Mar/Apr, str. 3.-22.

14. Johansen, S. (1988.): “Statistical Analysis of Cointegration Vectors”, Journal of Economic Dynamics and Control, Vol. 12,issue 2-3, str. 231-54.

15. Johansen, S. (1991.): “Estimation and Hypothesis Testing of Cointegration Vectors in Gaussian Vector Autoregression”Econometrica, 59(6), str. 1551.-1580.

16. Johansen, S. i K. Juselius (1992.): “Testing Structural Hypothesis in a Multivariate Cointegration Analysis of the PPP and UIP for UK”, Journal

of Econometrics, 53, str. 169.-209.

17. Lansing, K. J. (2002.): “Can the Phillips curve help forecast inß ation?”, FRBSF Economic Letter, issue Oct 4.

18. Leeson, R. ed. (2000.): Collected Works in Contemporary Perspective, Cambridge University Press.

19. Lucas, R. Jr. (1972.): “Expectations and the neutrality of money”, Journal of Economic Theory, Vol. 4, issue 2, str. 103.-124.

20. MacKinnon, J. G., Haug, A. A. i Michelis, L. (1999.): “Numerical Distribution Functions of Likelihood Ratio Tests For Cointegration”, Journal of Applied Econometrics, 14, str. 563.-577.

21. Phelps, E. S. (1967.): “Phillips Curves, Expectations of Inß ation and Optimal Unemployment over Time”, Economica, 34, str. 254.-281.

22. Phillips, A. W. (1958.): “The Relation between Unemployment and the Rate of Change of Money Wage Rates in the United Kingdom” 1861.-1957., Economica, 25 (100), str. 283.-299.

23. Pivac, S. i B. Gr i" (2005.): “ModiÞ cations of Phillips Curve on Example of Croatia”, Proceedings of the 6th International Conference on Enterprise in Transition, Split, Ekonomski fakultet Split, str. 332.-334.

24. Schneider, F. (2003.): “Veli ina i razvoj sive ekonomije i radne snage u sivoj ekonomiji u 22 tranzicijske zemlje i 21 zemlji OECD-a: Što doista znamo?” Financijska teorija i praksa, 27 (1), str. 1.-29.

25. Shadman Mehta, F. (2000.): “Does Modern Econometrics Replicate the Phillips Curve?” u Leeson, R. ed. A.W. Phillips: Collected Works in

Contemporary Perspective, Cambridge University Press.

26. Snowdon, B. i H. R. Vane (2002.): An encyclopedia of macroeconomics, Cheltenham, Northampton: E. Elgar, cop.


27. Solow, R. and P. Samuelson (1960.): “Analytical Aspects of Anti-Inß ation Policy” American Economic Review, Vol. 50, No. 2., str. 177.-194.

28. Stock, J. H. and M. W. Watson (1999.): “Forecasting inß ation”, Journal of Monetary Economics, 44, str. 293.-335.

29. Šergo, Z. i Z. Tom i" (2003.): “Testing the Phillips-Okun Law and Growth Irregularity: the Case of Croatia”, Proceedings of the Fifth International Conferenceon “Enterprise in Transition”, Zagreb.

30. Vizek, M. (2006.): “Ekonometrijska analiza kanala prijenosa monetarnog prijenosa u Hrvatskoj”, Privredna kretanja i ekonomska

politika, br. 109, str. 29.-61.

31. Whelan, K. (2005.), EC4010 Notes, http://www.tcd.ie/Economics/staff/whelanka/ topic7.pdf i http://www.tcd.ie/Economics/staff/whelanka/topic8.pdf (pristupljeno 10. prosinca 2008.).

Documents

Procjena Phillipsove krivulje na primjeru Republike ... · Sama krivulja objašnjava inflaciju kao rezultat prekomjerne potražnje koja pove "ava nadnice i cijene. Ta prekomjerna